Gazdasági összefüggések vizsgálata hosszú idősorok alapján

(1)

TURTÉNETI DOLGOZATOK

GAZDASÁGI OSSZEFUGGÉSEK VIZSGÁLATA HOSSZU lDÓSOROK ALAPJÁN"

DR. NYÁRY ZSIGMOND

A kutatói program, melynek részeredményeiről a következőkben számolok be.

a hetvenes évek derekán a Központi Statisztikai Hivatalban működő Ckonometriai Laboratóriumban indult meg. Bár a befejezésig nem jutott el, feltehetően a rész- eredmények bemutatása is érdeklődésre tarthat számot. A kutatás részeredményei- ről több ízben. így például 1978-ban Bin'z/Rügenben a ,,Planungs- und Prognose—

modelle in der Wirtschaft" (a gazdaság tervezési és prognózismodelljei) tárgykö-

rében tartott konferencián. majd 1980-ban Esztergomban a ,,Forecasting models

in the socialist economy" (előrejelzési modellek a szocialista gazdaságban) témá—

ban rendezett nemzetközi szimpóziumon számoltam be. A kutatás eddig teljes kö—

rűnek tekinthető részeredményeiről a KSH Könyvtár és Dokumentációs Szolgálat kiadásában megjelenő Történeti statisztikai füzetek 6. számában közzétett. .,A magyar gazdaság hosszú távú vizsgálata ökonometriai módszerrel, 1875—1913" című

tanulmányom adott képet.1

Az adott keretek között csak nagyon szűkszavúan hivatkozhatom a hasonló témakörű tanulmányok, vagyis történeti statisztikai ada—tsorokkal végzett ökonomet- riai vizsgálatok amúgy is gyér irodalmára. Ez egyébként egyik magyarázata annak.

hogy vizsgálataim nagyon magukon viselik az .,első kísérlet" jellegét. Mindenesetre meg kell említenünk ebben a vonatkozásban 'L. R- Klein mindössze tíz egyenletet számláló ökonometriai modelljét. amely Japán gazdasági növekedését vizsgálta 1878—1937. évi adatsorok alapján 1961-ben. Figyelemre méltó és eddig e nemben

páratlan vállalkozás K. Ohkawa és Y. Hayami (Tokió) két kötete. amel y ,.Gazdasági

növekedés: japáni tapasztalatok a Meiji-korszak óta" címmel 1973-ben jelent meg.

A hosszú idősorokon alapuló, alternativ alakban megfogalmazott ökonometriai ma- delleket impozáns statisztikai adatbázis kiépítése tette lehetővé. Ezt az adatbázist japán gazdaságtörténészek sokéves kutatómunkájának eredményeként tizenhárom

kötetben gyűjtötték össze. Sajnos. hasonló eredményekkel nem dicsekedhetünk.

Eredeti célkitűzésünk az volt, hogy vizsgálatainkat mintegy százéves időszakra terjesztjük ki. Ilyen hosszú időszakra azonban idősorok általában nem állnak ren-

delkezésre, sőt gyakori ellenvetésként felmerül a kérdés: ha lennének is százéves idősoraink, mi hasznuk lenne a gyakorlatban, amikor az egyes idősorok tartalmi—

fogalmi köre olyan mértékben változik. hogy összehasonlitásuk bizonyos idő múltán kétségessé válik.

' Az MiKT Statisztikai Szakosztálya Statisztikatörténeti Szakcsoportjónak Debrecenben. 1982. május 18—

20-án tartott XX. (jubileumi Vándorülésén megvitatott előadás.

1 Ismertetését lásd a (misztika! Szemle 1982. évi 7. számában (763—764. old.)

(2)

DR. NYÁRY: ÓSSZEFUGGÉSEK VIZSGÁLATA 183

Arról, hogy ezt a problémát a jelen esetben hogyan próbáltuk megoldani, az alábbiakban lesz szó. Minden ellenvetés ellenére kétségtelen, hogy a hosszú távú vizsgálatokhoz összehasonlítható és hosszabb időszakot átfogó idősorok szüksége—

sek; egyes kiemelt évekre vonatkozó adatok nem elégségesek. A probléma inkább ott jelentkezik. hogy ha ilyen adatok rendelkezésre is állnak. illetve hosszabb idő—

szakra összegyűjthetők, többnyire csak gazdasági részterületekre, egyes szférákra vonatkoznak- Aki a gazdaságot mint komplex egészet összeszövődöttségében hosz- szabb távon akarja vizsgálni, úgyhogy a gazdaság rendkívül interdependens kap—

csolatainak mennyiségi jellemzőiről is tudjon valamit mondani, az vizsgálataiban feltétlenül hosszú idősorokra és ökonometriai módszerekre van utalva. Arra. hogy az alapprobléma -— összehasonlítható. hosszú idősorok hiánya - mellett még milyen speciális problémákkal találjuk szemben magunkat, a következőkben térek ki.

Különös jelentősége van az adatsorban mutatkozó töréseknek. Háborús évek adatait —- ha egyáltalán vannak -— általános gyakorlat szerint el kell hagyni, mert a rendkívüli hatások olyan kilengéseket okoznak az idősorban. hogy a becslés tor- zitottá válik. Ilyenek az ország területében bekövetkező változások. Ilyenek értékben kifejezett változók esetében az ország pénznemében bekövetkező változások, nem beszélve az inflációról, amely ár- és értékadatok alkalmazását az inflációs időszakra egyenesen kizárná. Ilyenek (: nemzetijövedelem-elszámolás körébe vágó adatok ese- tében a bázisév időszakonként feltétlenül szükségessé váló változtatásai.

Ezeket a buktatókat a jelen esetben sikerült elkerülni. Bár az eredeti célkitűzés szerint vizsgálatainkat a két háború közötti időszakra is ki szeretnénk terjeszteni, abban az időszakban (1875—1913) és azoknak a változóknak az esetében, amelyek—

re jelenlegi vizsgálatainkat alapitottuk, tartalmi—fogalmi változásról aligha beszél- hetünk. Ezenkívül a változók nagyrészt természetes mértékegységben meghatározott idősorokon alapulnak. Háborús évek, inflációs évek, országterület-változások ebben az időszakban nem fordultak elő. A bázisév változásairól sem lehet szó —- annál ke- vésbé, minthogy nemzetijövedelem-adatokról Magyarországon a közismert Matol—

csy—Varga-féle tanulmányt (Magyarország nemzeti jövedelme 1924/25—1934/35.

Magyar Gazdaságkutató lntézet. Budapest. 1936), illetve Fellner Frigyes tanulmá- nyát (Csonka-Magyarország nemzeti jövedelme. Magyar Statisztikai Szemle. 1930.

évi 11. sz. 999—1008. old.) megelőzően nem beszélhetünk.

ltt érkeztünk el a modellezés problémájához: idősorainkkal a magyar gazda—

ság egy történeti szakaszának modelljét kívánjuk összeállítani. A modell lényegé- ben a valóság egyszerűsített és kicsinyített mása. Jan Tinbergen mondását idézve:

,,A valóságnak csupán egyfajta vázát tudjuk megmintázni".2 Meg kell elégednünk vele, hogy csupán a rendelkezésre álló fogyatékos adattömeggel dolgozhatunk, és ha ez csupán részterületekre vonatkozik, meg kell elégednünk e részterületek vizs- gálatával. Esetenként kell eldöntenünk, hogy ezek a részterületek mennyiben te- kinthetők az alapsokaság reprezentánsainak, és mennyiben lehet ezek alapján az egészre következtetni-

Az ökonometriai modell lényege, hogy matematikai formában fogalmaz meg hipotetikus gazdasági összefüggéseket (specifikáció); összeállítja a változók sta—

tisztikai adatsorait, megbecsüli a változók kapcsolatának számszerűségeit kifejező

együtthatókat (paramétereket). elvégzi a szükséges szignifikanciapróbákat, végül

értelmezi a paramétereket, illetve levonja az ezek alapján adódó következtetéseket.

A gazdasági összefüggések ökonometriai vizsgálatát az információrobbanás korában az is indokolja. hogy egyetlen paraméterben vagy korrelációs együttható—

! Tinbergen, J.: Business cycles—in the United Kingdom, 1870—1914. North Holland Publishing Co. Am-

sterdam. 1956. 139. old. *

(3)

154 DR, NYARY ZSIGMOND ban esetenként sok információ testesülhet meg. Egyetlen paraméterrel jellemez-

hetjük tetszés szerinti hosszúságú időszakra is két változó (például a bányászati

és a kohászati ág termelésének és az ott alkalmazott munkáslétszámnak vagy a mezőgazdasági termelésnek és az időjárási viszonyoknak) számszerű összefüggését.

A most vizsgált 1875—1913. évi időszak tehát az eredetileg tervezett program—

nak első részidőszakát jelenti. Mint mondottuk: a valóságnak csak vázát tudjuk megmintázni, s ebből következik. hogy a modell minden esetben kompromisszum a .,minél többet mondó" gazdasági összefüggések megfogalmazásának igénye és a rendelkezésre álló adatbázis adta lehetőségek között. Ez a kompromisszum a jelen esetben azt jelentette, hogy olyan összefüggések specifikációjával kellett meg- elégednem, amelyekhez adatot találtam; másrészt azt. hogy még az így megfogalmazott összefüggéseken is ,,menet közben" nagyon gyakran változtatnom kellett.

mert az összefüggésrendszer paraméterei (a standard hibák alapján) sokszor nem

voltak megbízhatók, aminek leggyakoribb oka az egyenlet magyarázó változói kö-

zötti multikollinearitás volt. Ebből kifolyólag a végleges formába öntött összefüg-

gések az eredeti elképzeléseknél sajnos sok esetben ,.primitívebbekké" váltak.

Teljes őszinteséggel utalnunk kell egyben arra, hogy az alapadatokhoz nagy- fokú bizonytalanság fűződik. Az alapadatokat az egykorú statisztikai adatforrások-

ból gyűjtöttem ki. Forrásaim a Statisztikai évkönyv (1871—1889), a Magyar statisz—

tikai évkönyv (1893—tól), illetve a Közgazdasági és statisztikai évkönyv (1887—1895).

valamint a Világgazdasági idősorok 1860—1960 c. kiadványok voltak. Az adatoknak csak viszonylag csekély hányadában volt szükség továbbfeldolgozások, finomítások elvégzésére, viszonyszámok. átlagok, trend, illetve trendtől való eltérés számítására;

így az időjárási változások jellemzésére alkalmas ún. Iowa—index esetében. amely a mezőgazdasági termelés súlyát képező növényféleségek éves termésmennyiségei- nek a trendtől való eltérésein alapul, és ennek folytán a termésmennyiség alaku—

lására ható nem szabályos (véletlen) tényezőket (feltételezés szerint az időjárást) fejezi ki.3 Egyébként, hogy magukat az alapadatokat eleve mekkora megfigyelési

hiba terheli. arra nézve pontos támpontunk nincsen.

Az egyenletrendszer lineáris egyenletekből áll, ami erős dinamikát feltüntető

idősorok esetében önmagában is torzítások forrásává lehet. Lehetséges, hogy egyes esetekben a jelenség alakulása jobban közelíthető lenne nem lineáris függvény segítségével. Az 1875—1913. évi időszakra (39 éves idősor) lineárisan becsült para-

métereínknek azonban ebben az esetben van egy kontrollja, éspedig az, hogy a

fenti adatbázison (tehát 39 évre) becsült egyenleteket ugyanazzal a módszerrel megbecsültük rövidebb, 21 megfigyelésből álló. 1893—1913. évi adatsor alapján is.

A becslések az esetek döntő többségében a paraméterek stabilitását (vagyis meg-

bízhatóságát) mutatták, bár várakozásainknak megfelelően a paraméter standard

hibája — elfogadható szignifikancia-határokon belül — általában növekedett, a kapcsolat szorosságát mutató korrelációs együttható értéke többnyire csökkent. An—

nak egyébként. hogy az 1875—1913. évi időszakon belül az 1893—1913. évi részidő- szakra is elvégeztük az egyenletek becslését. nem a kontroll volt az elsődleges célja, hanem az a körülmény. hogy 1893-tól fogva —— ami a Magyar statisztikai év- könyv induló éve — a statisztikai adatközlés körének nagymértékű bővülése, a sta-

tisztikai anyag állandó gazdagodása volt megfigyelhető. Igy az 1893—1913. évekre

olyan egyenletek specifikációja is lehetővé vált. amelyekre korábban adathiány miatt (a jelenség meg nem figyelése) miatt nem volt mód (egyes iparágak terme- lése, bizonyos áruk kereskedelmi forgalma, közlekedés, fogyasztás). Ez utóbbi

3 Számitósúnak módját lásd például: Halabuk László-Hulyók Katalin: Az időjárás és a mezőgazdasági termelési eredmények. Ukonometriai füzetek. 10. sz. Központi Statisztikai Hivatal Budapest. 1968. 133 old.

(4)

O'SSZEFUGGÉSEK VIZSGÁLATA 185

egyenleteket az adott lehetőségekre való tekintettel a jelen beszámoló köréből kénytelen voltam kizárni. ismételten utalva arra, hogy a Történeti statisztikai füze—

tek 6. számában mindez megtalálható- Csak a teljesség kedvéért jegyzem meg.

hogy ez az utóbbi kiadvány 92 egyenletet tartalmaz 115 változóval, ami azt jelenti, hogy az adatbázis kialakítása során 115 adatsor összeállítására volt szükség. Az 1875—1913. évi időszakra 57 egyenlet becslésére került sor. E beszámoló hátterét ezek az egyenletek képezik. de ezek közül itt csak a lényegesebbekre térhetünk ki.

Szólni kell továbbá, bármennyire vázlatosan is, a történeti időszak főbb jel—

lemzőiről, abban a mértékben, amennyire ez a bemutatott összefüggések szem—

pontjából lényeges. Ennek mindenekelőtt abból a szempontból van jelentősége.

hogy mennyiben sikerült az akkori magyar gazdaság néhány jelenségét számsze- rűsíteni, illetve a kapcsolatokat mennyiségileg meghatározni.

Magának az egyenletrendszernek az adatbázisát az adott keretek között lehe—

tetlen bemutatni, de ismételten utalok a Történeti statisztikai füzetek 6. számára, amelyben az eddigi vizsgálatokban szereplő valamennyi (115) változó adatsora megtalálható. A történeti hátteret illetően viszont elsősorban Berend T. Iván, Szu- hay Miklós, Ránki György, Katus László és Román Zoltán műveire utalok, hangsú—

lyozva. hogy tanulmányom már annak eredeti célkitűzése szerint sem kívánt gazda- ságtörténet lenni, főleg nem olyan értelemben. hogy gazdaságtörténészeink meg—

állapításait mintegy számszerűen ellenőrizze. vagy éppen alkotó módon tovább- fejlessze. Az előbbinél lényegesen szerényebb célkitűzése inkább az. hogy a gaz—

daságtörténetből amúgy is ismert tényeket illusztráljon, rámutasson bizonyos ösz- szefüggésekre, főleg pedig — annak ellenére, hogy a tanulmány maga módszer—

tanilag semmi újat nem tartalmaz — felhívja a figyelmet a módszer alkalmazásában rejlő lehetőségekre. előnyökre.

A modell összefüggései szempontjából mindenképpen elsőrendű fontosságú.

hogy az Osztrák—Magyar Monarchián belül Magyarország a megfigyelési időszak—

ban agrárország volt. A mezőgazdasági termékek szempontjából Ausztria jelentette a legnagyobb piacot. de bizonyos árucikkek szempontjából (búza, búzaliszt) a vám- külföld is szerepet játszott; különösen addig. amíg a legnagyobb versenytársak

(Kanada, Argentina) a piacon meg nem jelentek. A magyar mezőgazdaság ex-

tenzív volt, főleg a gabonatermelésre volt berendezkedve.

Egyenletrendszerünk az országnak ezt a mezőgazdasági túlsúlyát mindenek- előtt a mezőgazdasági összefüggések viszonylag jelentős számában tükrözi. Több fontos növényféleség termelését vizsgáltuk meg, és az egyenletek azt mutatták.

hogy a növénytermelés eredményét döntő súllyal az időjárás befolyásolta, ami az extenzív mezőgazdaság egyik jellemzője. Az extenzív gazdálkodás okai közt szerepel a földbirtok eladósodása, a jelzálogkölcsön—állomány emelkedése is. A termelt ga- bonamennyiséget ötéves mozgóátlagokkal fejezve ki, ez megfigyelési időszakunk elején (1875—1880) évente 4.5—6 millió tonnát tett ki, az időszak végén (1911—1913) pedig mintegy 12 millió tonnát (az emelkedés több mint kétszeres. két és félszeres).

Ugyanakkor a földhitelek az 1875. évi 411 millió koronáról 1913-ig 2421 millió koro—

nára emelkedtek (az emelkedés közel hatszoros).

A külkereskedelmi összefüggéseket illetően: az egyenletek tanúsága szerint a magyar összimport és az osztrák eredetű import, a magyar export és az Auszt- riába irányuló export között az egész megfigyelési időszak alatt igen erős a pozitív kapcsolat: Ausztriához kötöttségünk bár végig erős, de némileg csökkenő irányzatú

volt (globális kivitelünk 287 százalékos emelkedése ausztriai kiszállításaink 264 szá-

zalékos emelkedésével járt együtt a megfigyelt időszakban, globális behozatalunk 229 százalékos növekedése ausztriai behozatalunknak mindössze 188 százalékos

(5)

186 DR. NYÁRY ZSIGMOND

növekedése mellett ment végbe). Az egyes változók egymásrahatását a továbbiak-

ban bemutatott egyenletek paraméterei is alátámasztják.

Hosszú távú elemző modellekben különös súllyal esnek latba a gazdasági fei-

Iettség szintjét feltüntető változók. Az adatbázis engedte szűk lehetőségek között

megkíséreltük ezt mind a mezőgazdaságban, mind az iparban egy—egy változó se-

gítségével kifejezésre juttatni. A mezőgazdaságban erre az egy főre jutó kenyér—

gabona mennyisége. az iparban —- jobb híján — az egy főre jutó vasérctermelés mennyisége kínálkozott. A kenyérgabona-ellátottság mindenekelőtt az ország gabo—

natermék—exportáló kapacitásának magyarázatában játszik szerepet: a vasércter- melés az importigény. a beruházások, a vállalatalapítások területén. Ebbe a körbe tartozik bizonyos értelemben a vasúti hálózat kiépülése is: elsősorban mint az infra—

struktúra fejlettségének legfontosabb mutatója. Sajnos azonban ezt az utóbbi ha- tást nagyon kis mértékben sikerült számszerűsítenünk (a széntermelés és a posta-

forgalom egyenletében).

A mezőgazdasági egyenletek viszonylagos bő specifikációs lehetőségei mellett az adatbázis csekély lehetőséget nyújtott hasonló jellegű összefüggéseknek az ipari szférában való megfogalmazására. (Különös módon erre még egyes élelmi- szeripari ágak esetében is csak 1893-tól kezdve volna lehetőség.) Jelen tanulmá- nyunkban négy ilyen összefüggés szerepel: a széntermelés. a nyersvastermelés. a bánya- és kohótermelés, valamint a kohászati kapacitáskihasználás összefüggései.

Ez utóbbi segítségével konjunkturális hatásokat kívántunk megragadni.

A termelési tényezőket illetően: különleges fontosságú lett volna a hosszú távú növekedés vizsgálata szempontjából, ha sikerült volna a beruházási tevékeny—

ség valamilyen globális mutatóját megragadni. llyen adat híján kénytelen voltam megelégedni egyrészt az állami beruházások (éves és kumulált) értékadatánok a szerepeltetésével (ez több összefüggésben szignifikáns magyarázó változónak is bizonyult); másrészt egyes részterületek beruházási tevékenységének mindenesetre nagyon kísérleti jellegű magyarázatával (vízszabályozási költségek a mezőgazda—

ságban; szállítóberendezések a bányászatban és a kohászatban),

Épp ily kevéssé volt lehetőség az 1875—1913. évi megfigyelési időszak egészé- ben a munkaerő—összefüggések megfogalmazására. Meg kellett elégednem a bá- nyászatban és kohászatban, valamint a vasúti közlekedésben alkalmazottak szá- mának az egyenletével. A foglalkoztatottságot a munkaerő—kínálat oldaláról a né- pességi változók, a munkaerő-kereslet oldaláról főleg a beruházások determinál—

ták. Ezek a hatások a becsült paraméterekben ki is fejeződnek.

Fogyasztási egyenletek specifikációjára a fenti időszakban nem volt mód (1893 és 1913 között egyes összefüggések már megfőgalmazhatók, de ezek most kívül esnek a bemutatás körén). Alig több sikerrel kísérelhető meg egyes gabona- félék árának függvény segítségével való magyarázata. A várakozásoknak megfele- lően erősnek mutatkoztak a világgazdasági árhatások; ugyanakkor a belföldi álta—

lános gabonaár—trend hatása is kimutatható.

Az adatbázis végül lehetőséget nyújtott néhány pénzügyi összefüggés kísérleti jellegű megfogalmazására (pénzforgalom, lakossági megtakarítások. földhitel).

Ezek között a változók között elég nagy interdependencia mutatható ki; ugyanak-

kor nem volt mód a reálszféra és a pénzügyi szféra kölcsönös egymásrahatásainak

(: megfogalmazására.

Becsült regresszióegyenleteinket az alábbiakban közöljük. Az általános szo—

kásnak megfelelően, valamint az értelmezhetőség megkönnyítése érdekében egyen—

letcsoportonként megadjuk mind a függő, mind a független (magyarázó) változók szimbólumainak a magyarázatát. A magyarázó változók előtt álló számértékek

(6)

ÖSSZEFÚGGÉSEK VIZSGÁLATA 187

a paramétereket jelzik, és arra utalnak, hogy a szóban forgó változó egy egységnyi változásával ceteris paribus a függő változó hány egységnyi változása jár együtt.

A paraméter alatti zárójeles kifejezés a paraméter standard hibáját mutatja (ha ez az érték kisebb a paraméterértéknél, a becslést szignifikánsnak tekintjük). Az r a változók kapcsolatának szorosságát jelző korrelációs együttható. Az összefüggések jobb oldalán álló két utolsó kifejezés a függvény konstans tagját, illetve a becslés reziduumát jelenti-

A mezőgazdasági egyenletek csoportja:

/1/ OPI 1 : 31.6224 Iowa —l— 3022023 Ter 1 —- 72885913 %— u r : (19259

(4.9056) (27.0622)

/2,/ OPT 2 : 9.0792 Iowa —l— 155,7778 Ter 2 —l— 0.0845 GCereol 5m -- 1983.07115 —l— u

(maos) (47.0539) (om 92) , :: 03353

/3/ GPI 3 : lO,3223 Iowa -I— 2272834 Ter 3 -— 1835.0499 —l— u r : 0.5495

(3.1339) (149,4523)

/4/ GP1 4 : 6.0695 Iowa —l— 121,0799 Ter 4 —l—- 0.0954 OCereal 5m —- 15423153 —l— u

(1.5145) (54.9730) (0.0133) , : 0.8667

/5/ OPI 5 : 19,0257 Iowa —-l— 589,9108 Ter 5 — 9194.147'l —l— u r : 0.8941

(5.0429) (55.3182)

/ó/ OPI 6 : 33.1486 Iowa —l— 2098,13503 Ter ó — 8465,1970 —l—- u r : 0.8798

(7,14o1) (204,7756)

/7/ GP1 7 : 19.4561 Ter 7 — Magos—13 % u r : 0.6962

(329810)

/8/ OPI 8 : 412367 Iowa —l— 589,7887 Ter 8 -—— 5433.0166 —l— u r : 0.92i75

(16.3060) (41.8681)

/9/ OP1 1,2/1 : 3.611 15 Iowa % 00208 Ar Jr 0.4041 VAau — 0.0453 VCr — 343,oi135 4— u

(c)/mm (0.018?) (0.2385) (0.0336) , : 03412

/10/ Ar : _ 0.7210 Verv $ 13 326,6194 Jr u r : 0.6461

(mmm)

/11/ Verv : —- 07181 VCr —l— 2512,7932 —l—— u r : 0.8848

(05249) A változók jelölése:

OP! 1 —- búzatermés (1000 tonna) Ter 1 —- a búzaterület részesedése a szántáterületből (százalék) OP! 2 —— rozstermés (1000 tonna) Ter 2 —- a rozsterület részesedése a szántóterületből (százalék) OPT 3 — árpatermés (1000 tonna) Ter 3 — az árpaterület részesedése a szántóterületből (százalék) OPI 4 — zabtermés (1000 tonna) Ter 4 — a zabterüiet részesedése (: szántóterületből (százalék) GP1 5 — kukoricatermés (1000 tonna) Ter 5 — a kukoricaterület részesedése a szántóterületből (százalék) GP! 6 — burgonyatermés (1000 tonna) Ter 6 — a burgonyaterűlet részesedése a szántóterületből (százalék) GP1 7 —- borterme's (1000 hl) Ter 7 — a leszüretelt szőlőterület (1000 ha)

OP1 8 - szénatermés (tonna) Ter 8 -— a mesterséges kaszálák aránya (százalék) Iowa - a tíz kiválasztott növény alapján számított időjárási index (százalék) OCereal 5m — a gabonatermés 5 éves mozgóátlaga (1000 tonna)

OP1 1.2/1 -— az egy főre jutó kenyérgabona-mennyiség (kg) Ar -— szántóterület (1000 ha)

VAau —- vlzszobályozási költségek. kumuláltan (millió korona) VCr —— földhitelállomány (millió korona)

Verv — ugarterület (1000 ha)

Az azonos formában specifikált nyolc növénytermelési egyenlet bemutatott be- csült eredményei kellőképpen alátámasztják az időjárási tényezők jelentős szere- pét a termés alakulásában; ugyanakkor az illető növényféleség művelési területé—

nek változásai hasonlóan nagy súllyal esnek latba. A rozstermelés egyenlete pél- dául azt fejezi ki, hogy az 1875—1913. évi átlagos időjárásnak az Iowa-index értel—

mében vett egy százalékos javulása 9000 tonnával. a rozsterület arányának egy Szá—

zalékos növelése kb. 155000 tonnával több termést biztosit. A harmadik változó

(OCereaI 5m) a gabonatermelés ötéves mozgóátlagát jelenti, vagyis azt, hogy rövid

(5 éves) távon az ország az adott körülmények között mekkora gabonamennyíség előállítására képes; a változó tehát; egyfajta "technológiai szintet" fejez ki.

(7)

Az egy főre jutó kenyérgabona—ellátottságot (OPI 1. 2/1) az időjárás. a vízszo—

bályozási költségek, a földhitel és a szántóterület függvényének tekintettem. Vala- mennyi változó termelésitényező—jellegű; ezek közül a szántóterület változója (Ar) látszik alkalmasnak arra, hogy keresleti hatásokat közvetítsen (ahhoz hasonlóan, ahogy ezt a dezaggregált növénytermelési egyenletekben a Ter 1, Ter 2 stb. vál—

tozók teszik): végül is a kereslet változásaiban kifejeződő konjunkturális hatások a szántóterület és az ugarterület arányának változásaiban jelenhettek meg. Az idő- járás természetesen exogén adottság, míg a vízszabályozást, a földhitelt és a szán- tóterületet további változók függvényeként fogtam fel. Magától értetődően negatív kapcsolat áll fenn a szántóterület és az ugar között; hasonlóképpen az ugar és a

földhitel között: az ugar csökkenése (vagyis a földek művelés alá vonása) csak a

földhitelek növelése mellett volt elérhető.

A külkereskedelmi egyenletek csoportja:

[12/ VExp :O,2'106 OP1 1,2/1 (t—1) 4—m15l1 VEpr—i-oeias VEprH—151,3'196—l- u

(0,0815) (0.0678) (0.0394) , ___ 059959

[13/ Vlmp : 1.2272 VlmpA —l— 0.3346 VEpr - 2559988 —l— u r : Ol9951

(0.0849) (0.0768)

l14/ ExpMat : —— 0,01156 EauilEx/m (t—1) _09323 VEpr —l—'0.007—5 Exp Pl 1 —l— 75.9194 —l— u

(0.0040) (0.0021) (0.0037) ,- : 03990

[15/ ImpProd : — 0.0840 ProdMin/i (t—1) —l— 0.0023 VlmpA —l— 88,4898 —l— u r : 0.7758

(03146) (0.0019)

[16/ ExpPI 1 : O,9373 lndlmpPl 1 -— 3.8134 PrPI 1 —l— 538.8468 %— u r : 0.6052 (0.2584) (1.1775)

/17/ Epr : 036301 EprUSA —l— 0.4949 VEpr %— 67,4881 —l— u r : 09.126 (0.1136) (0.0522)

A változók ielölése:

VExp —— a magyar export értéke (millió korona)

VEpr — az Ausztriába irányuló magyar export értéke (millió korona) VEprH — az osztrák—magyar közös vámterület exportja (millió korona)

Vlmp - a magyar import értéke (millió korona)

VlmpA —- az osztrák eredetű magyar import értéke (millió korona) ExpMat — nyersanyagexport aránya (százalék)

EauílExIm (t—1) — külkereskedelmi egyenleg az előző évben (millió korona) ExpPl 1 — búzaexport (1000 tonna)

lmpProd — a készáruimport aránya (százalék)

ProdMin/1 (1—1) -— az egy főre jutó vasérctermele's az előző évben (kg)

lndlmpPl 1 — a nagyob búzaimportőr—országok importjának volumenindexe (Index: 1875. év : 100) PrPl 1 — a búza nagykereskedelmi átlagára (Index: 1875. év : 100)

Epr — búzalisztexport (1000 tonna)

EprUSA — az Egyesült Államok búzalisztexportia (1000 tonna)

A bemutatott hat külkereskedelmi összefüggés közül kettő az ország teljes kül- kereskedelmi forgalmát. kettő a külkereskedelmi szerkezet alakulásának hatóténye- zőit, további kettő pedig két kiemelt fontosságú exportcikk (a búza és a búzaliszt) forgalmát magyarázza.

Az ország exportlehetőségét (VExp) az előző megfigyelési időszak kenyérga-

bona—ellátottsága határozta meg: ennek egy kilogrammal való növekedése kb.

200000 korona értékű exporttöbbletet tett lehetővé. Az Ausztriába irányuló export egymilliónyi növekedése ugyanennyi globális exportforgalom—növekedéssel járt együtt; Ausztriának mint a magyar exportáruk felvevő piacának a szerepe ebben

a vonatkozásban is kellően kifejezésre jut- Ausztriával való összefonódottságunkat

a /13/ importegyenlet is mutatja: az osztrák eredetű import egymillió koronával való emelkedésével mintegy 1.2 millió korona globális importnövekedés párosul.

A külkereskedelmi szerkezet alakulását vizsgáló [14/ és [15] egyenletekkel min-

denekelőtt az Ausztriával fennálló gazdasági kapcsolataink tekintetében megfogal-

mazott hipotéziseket kivántuk igazolni. A készáruimportot tekintve (lmpProd) meg-

(8)

USSZEFUGGÉSEK VIZSGÁLATA 189

mutatkozik, hogy egymilliárd korona ausztriai eredetű importnövekedés kb. 2 szá-

zalékkal növelte a készáruk importbeli arányát; hasonló pozitív kapcsolat az export nyersanyaghányadát (ExpMat) magyarázó egyenletben nem volt kimutatható: az ausztriai export százmillió koronával való emelkedése a globális export nyersanyag- tartalmának mintegy 2 százalékos csökkenésével járt együtt: a priori hipotézisünk

nem igazolódott be.

A készáruk importbeli aránya és az ország ipari fejlettségének proxy—változója (ProdMin/l) közötti negativ kapcsolat logikus, és logikus az export nyersanyagtartal- mának egyenletében a búzakivitel pozitív és a korábbi külkereskedelmi mérleg negativ paramétere is: a passzív külkereskedelmi mérleg további exportra serkenthet.

A búzaexport és a búzalisztexport egyenletében jelentős szerepe van a világ—

gazdasági változóknak: a fontosabb búzaimportőr-államok importvolumenének egy—

százalékos növekedése több mint 900 tonna magyar exporttöbbletet involvált. Az Egyesült Államok egységnyi búzalisztexportja (mint a világgazdasági konjunktúra proxy—változója) több mint 600 tonna magyar búzalisztexporttal járt együtt.

Gabonaárak:

[18/ PrCereal : O,6090 tUSA —l—- 60.2182 —l— u r : 0.6685

(0.1114)

[19/ PrPl 1 : 0.8534 PICerea/ —l— 0.2343' tUSA —— 12.7584 —l— u r : 0.9149

(musz) (0,o940)

A változók jelölése:

PrCereal — a gabona nagykereskedelmi átlagára (Index: 1875. év:100) tUSA — a búza ártrendje az Egyesült Államokban (lndex: 1875. év:100) FrPI 1 -- a búza nagykereskedelmi átlagára (index: 1875. év : 100)

Mint a becsült eredményekből látható, a világgazdasági hatás (amit esetünk- ben az Egyesült Államok búzaár-alakulásának trendje fejez ki), a magyar gabona árának alakulására is erősen rányomta bélyegét.

Az ipari és közlekedési egyenletek csoportja:

/20/ VMontMet : 0.0482 TransMont —l— O,7812 LabMontMet — 47.7590 —j— u r : 0.9747 (0.0089) (0.4231)

l2'l/ ProdMín/1 : 0,0342 SV/nv —l— 36,4289 —l— u r : 09247

(0.0023)

[22/ ProdFerr : 311 ,70911 Cap -— 1039.6960 —l— u r : 0.7890 (mc—243)

/23/ ProdCarb : 0.5296 ConstrCf — 2403,0773 —l— u ) r : 09641

(0.0025)

[24/ ConstrCf : 38.5214 LabCf —l— 0,8305 ConstrCfA — 113G,O2ó7 —l— u r : 0.9949 (8,4095) (0.0835)

/25/ Post : 0,05;22 ConstrCf — 127351! —l— u r : 09527

(0.0051)

A változók jelölése:

VMontMet — bánya- és kohótermelés sóiermelés nélkül, (millió korona) TransMonf -— bányászati szállitópályák hossza (km)

LabManiMet — a bányászatban és kohászatban foglalkoztatott munkások száma (ezer fő) PradMín/l — az egy főre jutó vasérctermelés (kg)

SVlnv — az állami beruházások értéke kumuláltan (millió korona) ProdFerr — nyersvastermelés (1000 tonna)

Cap — az üzemi hetek száma egy kohóra évente ProdCarb — összes széntermelés (1000 tonna) ConstrCf — a vasutak épitési hossza (1000 km)

ConsirCfA -— az osztrák vasutak építési hossza (1000 km) LabCf — a magyar vasutak dolgozóinak száma (ezer fő) Post -— a levélpostai forgalom (ezer küldemény)

(9)

Mint látható, a bányászati és kohászati termelés egyenlete (a függő változót a rendelkezésre álló adatoknak megfelelően koronaértékben fejezve ki) lényegé—

ben lineáris termelési függvény, amelyben a hagyományos termelési tényezőket:

az élő munkát és az állóeszközöket a bányászatban és a kohászatban foglalkozta—

tott munkások száma és — mivel az állóeszközökre vonatkozólag adatsor nem valt összeállítható -— proxy-változóként a bányászat szállítópályáinak hossza fejezte ki.

Mindkét ,,termelési tényezőt" endogén változónak tekintettem (lásd alább a beru—

házási egyenletcsoport és a munkaerő-egyenletcsoport megfelelő összefüggéseit).

A különben rendkívül egyszerű /21/ összefüggés lényegében általános fejlett—

ségi mutatónak tekinthető. Az egy főre jutó vasérctermelést az állami beruházások

kumulált összegével kíséreltük meg magyarázni. Az állami beruházások minden

milliárd koronája fejenként mintegy 30 kilogrammos vasérckitermeléssel járt együtt évente.

A nyersvastermelés alakulását a kohók kapacitáskihasználása (egy kohóra eső

üzemi hetek száma évente) kielégítően magyarázta. Ugyanakkor a szénbányászati

termelés magyarázó változójául a vasúthálózat kiépülése bizonyult alkalmasnak;

(próbálkoztunk azzal is. hogy további magyarázó változóul az összefüggésbe az egy

főre jutó vasérctermelést is bekapcsoljuk, ez azonban — nyilván a magyarázó vál- tozók mul'tikollínearitása folytán — nem adott értelmezhető eredményt). ,

Hasonlóképpen a vasúti hálózat kiépülése magyarázza a postai forgalom nagy—

mérvű növekedését a [25/ egyenletben. Magát a vasútépítések alakulását is szto-

chasztikus egyenlet magyarázta. melynek tanúsága szerint az osztrák és a magyar vasúthálózat kiépülése párhuzamosan történt, s a vasúti dolgozók számának erő—

teljes gyarapodása is alátámasztotta.

A beruházási egyenletek csoportia:

[26/ Vlnv : 0.1277 Vlmp —l— 0.0828 EauilBudg (t—1) —- 86.8753 Hl— u r : 0.8734 (0.0165) (0.0683)

n

/27/ SVlnv : Z Vlnv (tz'l, . . . , 39)

tzl

[28/ TransMont : 8.6712 ProdMín/1 —l— 0.5049 SVInv —l— 6793048 —l— u r : 0.9859 (1.6341) (0.0602)

/29/ VAau : 0,0968 SVlnv —-l— 53.0227 -l— u r :: 0.9764

(0.0035) A változók jelölése:

Vlnv — az állami beruházások értéke (millió korona)

EguilBudg (1—1) — az államháztartás költségvetési egyenlege az előző évben (millió korona) SVlnv — az állami beruházások értéke kumuláltan (millió korona)

TransMont — a bányászati szállitópályák hossza (km) ' Frchin/l -— az egy főre jutó vasérctermelés (kg)

VAau -— a vízszabályozási költségek kumuláltan (millió korona)

Mint említettük, átfogó beruházási adatok hiányában meg kellett elégednünk egyrészt az állami beruházások. másrészt két résztevékenység (bányászati szállitó-

pályák és vízszabályozás) egyenletének a felírásával.

Az állami beruházások egyenlete a tárgyévi. koronában meghatározott beru-

házások értékét az államháztartás előző évi költségvetési egyenlegétől, valamint az

importtól teszi függővé. Az előző évi költségvetési többlet minden millió koronája valamivel több mint 80000 korona állami beruházással, ugyanakkor egymillió ko- 'rona import több mint 120000 korona állami beruházással járt együtt. (Nem ér- dektelen megjegyezni, hogy a /26/ egyenlet olyan alternatívája, amely harmadik magyarázó változóként a készpénzforgalmat (Curr) is bekapcsolja. azt állapítja

(10)

USSZEFUGGESEK VIZSGÁLATA 191

meg, hogy a bankjegyforgalom millió koronás élénkülésével mintegy 50000 korona állami beruházásnövekedés párosult.)

A tárgyévi állami beruházások kumulálása 1875-től kezdődően voltaképpen az állami szektor bruttó álláeszközeinek proxy-változóját adja. és mind a bányászati szállítóberendezések, mind a vízszabályozási költségek egyenletében magyarázó változóként szerepel, éspedig jelentős súllyal (lásd a /28/ és [29/ egyenleteket).

A munkaerő-egyenletek csoportja:

[30/ LabMontMet : 0.0772 Vlnv —1— 02104 Nat20m —- 71.351 4— u r : 0.97312

(G. 01 30) (0.0165)

/31/ LabCf :- — 0.0677 OPI 1.2/1 nt 03512 NatZOm — 414.6748 4— u r : 09365

(0,0435) (0.0559)

[32/ Cap : — o,5794 ImpProd % rooms SVInv -l— 87.6192 4— u r : 0.7628

(0.1911) (0.0007)

A változók [elö/ése:

LabMontMet — a bányászatban és kohászatban foglalkoztatott munkások száma (ezer fő) Vlnv —— az állami beruházások értéke (millió korona)

Nat20m —- az élveszületések öttagú mozgóátlaga 16—20 évvel korábban (ezer fő) LabCf — a magyar vasutak dolgozóinak száma (ezer fő)

OPI 1.2/1 — az egy főre jutó kenyérgabona mennyisége (kg) Cap —- az üzemi hetek száma egy kohóra évente

lmpProd - a készáruimport aránya (százalék)

SVInv —— az állami beruházások értéke kumuláltan (milliá korona)

A munkaerő-összefüggéseket a bányászatban és a kohászatban alkalmazott munkások számának, valamint a magyar vasutak dolgozói létszámának egyenletei képviselik. A bányászati és kohászati munkáslétszámot megkíséreltem egy munka- erő—kínálati és egy munkaerő-keresleti tényező függvényében magyarázni. A kíná- latot ebben az esetben a munkábalépő korosztályok számosságával (a 15—20 év-

vel korábbi élveszületések öttagú mozgó átlagával) közelítettem; a tárgyévi beru—

házások pedig a munkaerő iránt megnyilvánuló újabb igényeket tejezik ki. Egymil- lió korona új állami beruházás kb. 70 főnyi. ezer fővel nagyobb 15—20 évvel koráb- bi évi élveszületés több mint 200 főnyi munkaerő—növekedéssel járt együtt.

Ez utóbbi tényező lényegesen erősebb hatást fejtett ki a vasúti munkaerő-fog- lalkoztatottság esetében. A /31/ egyenletben (: kenyérgabona-ellátottság negativ paramétere közvetve arra utal. hogy a népesség szaporodásával a vasút egyre több embernek adott kenyeret.

A [32/ összefüggés a kapacitáskihosználásra vonatkozik a kohászatban; ez utóbbi az összefüggésrendszer több egyenletében szerepelt magyarázó változóul.

A kapacitáskihasználást (az egy kohóra eső üzemi hetek számát az évben) feltéte- lezésünk szerint a készáruimport aránya és a kumulált állami beruházások hatá- rozzák meg. A készáruimport egyszázalékos csökkenése az egy kohóra eső üzemi hetek számát a paraméter tanúsága szerint kb. 0.5 héttel, vagyis kb. 3 nappal emelné. nyilván a kereslet belföldi kielégítésének szükségessége folytán. Az állami beruházások egymilliárd koronával való növekedése viszont mintegy 1—2 héttel nagyobb kapacitáskihasználással párosulna a kohászatban.

A pénzügyi összefüggések:

[33/ Curr :: —— O,4445 EauilBudg (t—i) —l— 7.6381 VMontTot —l— 0.3482 Sav — 46.4126 —l— u

(02094) (1 .8828) (0.0885) , : 09930

/34/ Sav :: 0.1815 Cr/nst —l— 1,0748 Curr — 2*0ió,354x8 %— u r : 01.9898 (0.0864) (0,1886)

[35/ VCr20.6015 Sav—l— lól.4_18'l —l—u r:——-O,99452

(o,0097)

(11)

A változók [elö/ése:

Curr - bankjegyforgalom (millió korona)

EauilBudg (t—i) —- az államháztartás költségvetési egyenlege az előző évben (miiiió korona)

VMontTat — az összes bányászati és kohászati termelés értéke (millió korona) Sav -— o takarékbetétek összege (millió korona)

VCr —- földhitel (millió korona) Crlnst -— a hitelintézetek száma

A bankjegyforgalom az előző évi állami költségvetési egyenleg és a megtaka—

rítások függvénye. Az egyenletben harmadik magyarázó változóként szerepel az összes bányászati és kohászati termelés értéke. Ennek magyarázata az, hogy az ismertebb pénzforgalmi egyenletekben rendszerint szerepel olyan változó, amely a nemzetgazdaságban megtermelt értéket. tehát a forgalomban levő bankjegyek ..fedezetét" kivánja számszerűsíteni. Ennek bármennyire töredékösszegét képviseli

is a bányászat és kohászat termelése, proxy—változóként mégis ezt kívánja kifejezni.

A költségvetési egyenleg változójának negatív paramétere rendkívül figyelemre mél- tó. Talán értelmezhető úgy, hogy a költségvetési deficit az államot nagyobb pénz- kibocsátásra ösztönzi-

A [34/ egyenlet bizonyos értelemben az előző összefüggés alternativájaként tekinthető: a lakosság megtakarításait magyarázza, a rohamosan növekvő hitelin-

tézetek számának és a bankjegyforgalomnak a függvényében. A [35/ összefüggés

szerint a megtakarítások minden egymillió korona összegű emelkedésével a jelzá- logkölcsönök állományának kb. 600000 koronával való növekedése járt együtt.

Az adott keretek között nincs mód kitérni arra, hogy az 1893—1913. évi rész—

időszakra a fentiekben bemutatott összefüggések köré—t milyen további összefüg- gésekkel sikerült bővíteni. Még kevésbé van mód a teljes 1875—1913. évi, valamint azonos formában az 1893—1913. évi részidőszakra specifikált variánsok becsült ér—

tékeinek összehosonlitására. Nem érinthetjük itt a különálló egyenletek egységes ökonometriai modellé való összefogásával kapcsolatos problémákat. illetve a modell konzisztens becslésével kapcsolatos kérdéseket sem. itt egy kutatói program rész- eredményeiről kivántam beszámolni. és mindenekelőtt egy már ismert módszernek történeti statisztikai, illetve gazdaságtörténeti problémák vizsgálatára való alkal- mazását, a módszerben rejlő lehetőségeket bemutatni. A lehetőségek ezen a terü—

leten még távolról sincsenek kiaknázva; ugyanakkor meggyőződésem. hogy a mód—

szer — szélesebb körű, szolidabb adatbázis kiépítése után. jól átgondolt és no- gyobb gazdaságtörténeti ismeretek birtokában specifikált modell esetén —- rend- kivül érdekes eredményeket adhatna. sőt egy hasonló modell talán szimulációs ki—

sérletek alapjává is válhatna.

Ettől jelenleg még messze vagyunk. Mint látható. a gazdasági modellező kér- déseket tesz fel, hipotéziseket fogalmaz meg. amikor egyenleteit konkrét formában felírja. Kérdéseire a választ a paraméterbecslés adja meg- A válasz minősége nagy—

részt a kérdésfeltevésen múlik. A vizsgálati időszakra rendelkezésemre álló adat- bázis nem tette lehetővé számomra a fentieknél ,.érdekesebb" vagy ,.bonyolultabb"

kérdések feltevését. innen ered a kérdések és a válaszok olykor erősen szimplifikáló tulajdonsága.

Ohkawa és Hayami. akiknek művére már hivatkoztam, Japán gazdasági fejiő—

déséről irt munkájukat ,.egyszerű példabeszédnek" nevezték. Lényegében e tanui-

mány sem tekinthető másnak.

lR'ODALOM

Bcrend T. Iván — Ránki György: Magyarország iparának XX. század eleji színvonala ozeurápai ösz—

szehasonlitás tükrében, Közgazdasági Szemle. 1960. évi 8—9. sz. 1026—1041. old.

(12)

ÖSSZEFUGGESEK ViZSGÁLATA 193

Berend T. Iván — Ránki György: Nemzeti jövedelem és tőkefelhalmozás Magyarországon, 1867—1914.

Történelmi Szemle. 1966. évi 2. sz. 187—203. old.

Berend 7. Iván — Szuhay Miklós: A tőkés gazdaság története,Magyarorszagon. 1848—1944. Kossuth Könyvkiadó -— Közgazdasági és Jogi Könyvkiadó. Budapest. 1973. 381 old.

Economic growth. The Japanese experience since the Meiji era. Proceedings of the Second Conference held by the Japan Economic Research Center, June 26 — July 1. 1972. Szerk.: K. Ohkawa - Y. Hayami.

Japan Economic Research Center. Center papers 19. l—ll. köt. Tokyo. 1973. 680 old.

Halabuk László - Hulyák Katalin: Az időjárás és a mezőgazdasági termelési eredmények. Ökono- metrioi füzetek 10. sz. Központi Statisztikai Hivatal. Budapest. 1968. 133 old.

Katus L.: Economic growth in Hungary during the age of dualism (1867—1913). A auantitative analysis.

Megjelent: Social—Economic Researches on the History of East-Central Europe. Studia Historica Academiae Scientiarum Hungaricae 62. Akadémiai Kiadó. Budapest. 1970. 35—127. old.

lláíss Albert: Mezőgazdasógunk fejlődése, 1895—1935. Mezőgazdasógpoiitikai Intézet. Budapest. 1944.

137 o .

! Klein, L. R.: A model ot Japanese economic growth, 1878—1937. Econometrica. 1961. évi 3. sz. 277—292.

0 d.

Nyáry Zsigmond: A magyar gazdaság hosszútávú vizsgálata ökonometriai módszerrel (1875—1913). Tör—

téneti statisztikai füzetek 6. sz. KSH Könyvtár és Dokumentációs Szolgálat. Budapest. 1981. 109 old.

Román Zoltán: A gazdasági növekedés hosszú távú trendjeí. Statisztikai Szemle. 1976. évi 4. sz. 341—

356. old.

Világgazdasági idősorok, 1860—1960. Szerk.: Kenessey Zoltán. Közgazdasági és Jogi Könyvkiadó. Buda- pest. 1965. 157 old.

PE3l-OME

Hacronuaa crarbz conepmm- Marepuan AoKnana, npounraHHoro Ha cocrogameücnc 18 no 20 Max a Aeőpeueue XX (ioőunefmoü) amesAHoü ceccm—l CeKuuu no ucropnn cramcmxu C'ra'rncmuecxoro emelten-ms Benrepcnoro anonomuueCKoro oőmecrsa.

Aarop Ha ocnoaanuu panoa AGHHHX aa 1875—1913 rogy paccmarpusaer HeKOTOpre AODFOCPOHHbIe B3EHMOCB$I3H aeHrepcxoü akonomnnn. Paőora onupae'rcn Ha uacrnbie pe- aynbra'ru őonee prm—roü nccneraarenbcmü npOI'paMMbl, u.enbro Koropoü nannercn coc—

Taanenne orHocwreano paccmarpnaaemoro nepuoAa anonomerpnuecmü Mogenu HS oue- HouHblx perpecanHbix ypasHeHin " pacnpocrpaneuue ananuaa TöK)Ke u Ha .nansHeiimue nepnogbl.

3KOHOMeTpH'4eCKaH Merns HaneTCSI KOMi'IpOMHCCOM memgy nomaepmAeHueM 3KO- HOMnueCKnx runo'rea " Bosmomuocmmu, "perCTaBnHeMbIMH őasncom AaHHbIX. 310 őbmo B ocoőeHHoi'r Mepe neücrawrensuo a Hecrozuiem cnyuae, "OCKoanY nmeioumecn a pac- nopamennu (eszme via npexumx cramcmuecxux ucrounnuoa) pHAbI nam-lux sapauee cra- annu rpanuubi cneuucpukauuonnbm BO3MO)KHOCTSIM ypaanennü. Duel-ma ypaauennü npo—

uaaonunace KnaccnuecnuM meronom HaHMeHbuJHX xsanparoa s anbrepHa'rnBHoü (pop/me.

B cucreme ypaaHeHuü npeoőnagaio-r ypaaHeHnn omocurenbuo cenbcxoxoasücraem—ioro npousBoAcrsa, nocxonbxy orHocnreanoe oőunue AaHHbIX npenocraauno Boamomuocrb npemne Bcero AM aroro, a Taxme mm cpopmynuposxu anemneroproaux u canchosbix Baanmocameü. B snaunrenbno menbweM cooruomennu npeAcrasneHu ypasuem—m OTHOCH—

Teano npousaoncraa omenbnblx npoMmmneHHbrx orpacneü, paőouei cunm n Tpancnopra.

SUMMARY

The study was given as a lecture at the 20th (Jubilee) ltinerary Session of the Group of History of Statistics, Statistical Section of the Hungarian Economic Society held at Deb—

recen from 18 to 20 May 1982.

The author analyses some long term relationships of the Hungarian economy using the data of the 1875—1913 period. The study is based on the results of a wider resarch programme aimed at building an econometric model from the regression eauations estimated tor the observation period, on the one hand. and at extending the analysis to further years, on the other.

The econometric model is a compromise between the verification of economic hypotheses and the possibilities provided by the data base. In this case special emphasis should be laid on it since the available data (collected from the statistical sources of the epoch) them—

selves confined a limit to specifying eauotions. The eauations were estimated with the or- dinary least sauares method in alternative form.

Eauations relating to agricultural production are prevolent within the system of eauations since the relative abundance of data provided opportunity to this, in addition to specifying the relationships of foreign trade and finance. Eaiuations relating to industrial production,

labour force and transport occur to considerable less extent.

6 Statisztikai Szemle